Zum Einfluss von Lerngelegenheiten auf Fachwissen und fachdidaktisches Wissen von angehenden Lehrern und Lehrerinnen. der Wirtschaftspädagogik

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1 Zum Einfluss von Lerngelegenheiten auf Fachwissen und fachdidaktisches Wissen von angehenden Lehrern und Lehrerinnen das Beispiel Wirtschaftspädagogik Abstract Sabine Fritsch, M.A. Wissenschaftliche Mitarbeiterin Lehrstuhl für Wirtschaftspädagogik II, Universität Mannheim Prof. Dr. Jürgen Seifried Lehrstuhl für Wirtschaftspädagogik II, Universität Mannheim Prof. Dr. Eveline Wuttke Professur für Wirtschaftspädagogik, insbes. empirische Lehr-Lern-Forschung, Goethe Universität Frankfurt Prof. Dr. Richard Fortmüller Institut für Wirtschaftspädagogik, Wirtschaftsuniversität Wien Es ist hinreichend empirisch belegt, dass sich insbesondere das professionelle Wissen von Lehrern und Lehrerinnen (vermittelt über Lehr- und Lernprozesse) positiv auf Schülerleistungen auswirkt (BAUMERT et al. 2010). Vor diesem Hintergrund wird auch der universitären Lehrer/ innenbildung verstärkt Aufmerksamkeit zuteil. Dies gilt auch für das Studium der Wirtschaftspädagogik, das bislang noch vergleichsweise selten im Blickpunkt der Forschung stand. Das vom deutschen Bundesministerium für Bildung und Forschung (BMBF) geförderte Projekt Kompetenzmessung im wirtschaftspädagogischen Studium (KoMeWP) setzt an diesem Defizit an und erfasst zentrale Facetten des professionellen Wissens von Studentinnen/Studenten der Wirtschaftspädagogik in der Domäne Rechnungswesen. Dazu wurde ein Paper-Pencil-Test entwickelt, der das (1) fachwissenschaftliche sowie (2) fachdidaktische Wissen erfasst (BERGER et al. 2015; BOULEY et al. 2015a, 2015b; FRITSCH et al. 2015). Die Stichprobe umfasst 1152 Studentinnen/Studenten an 24 deutschen sowie 249 Studentinnen/ Studenten an vier österreichischen Universitäten. Der Beitrag berichtet Befunde zur Wirkung von Lerngelegenheiten auf das fachwissenschaftliche und fachdidaktische Wissen. 1. Problemstellung Der Einfluss des professionellen Wissens der Lehrer/innen, insbesondere deren fachwissenschaftliches (FW) und fachdidaktisches Wissen (FDW), auf die Leistungsfortschritte der Schüler/innen ist gut belegt (BAUMERT et al. 2010; HILL et al. 2005). Vor diesem Hintergrund wird auch der Lehrer/innenbildung verstärkt Aufmerksamkeit zuteil (z.b. in der Mathematik BLÖMEKE et al. 2010, KLEICKMANN und ANDERS 2011; in den Naturwissenschaften RIESE und REINHOLD 2012, SCHMELZING et al. 2010; in den Wirtschaftswissenschaften KUHN et al. 2014). Dennoch ist noch wenig über die Wirkung verschiedener Ausbildungsabschnitte oder gar einzelner Lehrveranstaltungen bekannt. Dies gilt für die Lehrer/innenbildung im Allgemeinen (vgl. KLEICKMANN und ANDERS 2011) sowie das Studium der Wirtschaftspädagogik im Besonderen. Das Verbundprojekt KoMeWP ( Kompetenzmessung im wirtschaftspädagogischen Studium ) 1 setzt hier mit der Erfassung des fachwissenschaftlichen und fachdidaktischen Wissens an (BERGER et al. 2015). Dabei fokussiert das Projekt die Domäne des Rechnungswesens, da diese hinsichtlich der Entwicklung ökonomischer Kompetenz von Schülerinnen und Schülern eine bedeutende Rolle einnimmt, was sich auch im Fächerkanon der kaufmännischen Schulen entsprechend widerspiegelt. Zielgruppe der Untersuchung sind Studentinnen/Studenten der Wirtschaftspädagogik an Hochschulen in Deutschland. Zur Validierung des Testinstruments wurden zusätzlich Daten an den vier Wirtschaftspädagogikstandorten in Österreich erhoben. Dies ermöglicht auch Einblicke in die unterschiedlichen Systeme der Lehrer/innenbildung der beiden Länder (einphasiges vs. zweiphasiges Modell, siehe unten). In Deutschland wird ein Zwei-Phasen-Modell (universitäre Ausbildung sowie ein 18- bis 24-monatiger Vorbereitungsdienst, der an beruflichen Schulen und an Studienseminaren absolviert wird), in Österreich hingegen ein Ein-Phasen-Modell (mit enger Verknüpfung von Theorie und Praxis auf universitärer Ebene) verfolgt. Vor diesem Hintergrund ist zu vermuten, dass die Studentinnen/Studenten der beiden Länder auch in unterschiedlicher Ausprägung Wissen erwerben können. Im vorliegenden Beitrag werden Befunde zur Wirkung von universitären und außeruniversitären Lerngelegenheiten auf das fachwissenschaftliche und fachdidaktische Wissen angehender Lehrer/innen berichtet. Im Fokus stehen hier die Befunde der Studentinnen/Studenten an Wirtschaftspädagogikstandorten in Österreich. Im Folgenden werden zunächst die zentralen Unterschiede der Lehrer/innenbildung für den kaufmännischen Bereich erläutert und im Anschluss die Befunde zur Wirkung von Lerngelegenheiten beschrieben. Der Artikel schließt mit einer Diskussion und einem Ausblick. 2. Das Studium der Wirtschaftspädagogik in Österreich und Deutschland 2.2 Das einphasige System in Österreich Das Wirtschaftspädagogik-Studium in Österreich ist kein Lehramtsstudium, sondern eine polyvalent ausgerichtete sozial- 1 Das Verbundprojekt wird vom deutschen BMBF gefördert (Förderkennzeichen: 01PK11003a-c) und von der Forschergruppe um Seifried, Wuttke und Schmitz an den Universitäten Mannheim, Frankfurt und Darmstadt bearbeitet. wissenplus 5 14/15 31

2 @ Wissenschaft Forschungsbeiträge Abbildung 1: Struktur der wirtschaftspädagogischen Lehrer/innenbildung in Deutschland und Österreich 32 wissenplus 5 14/15 und wirtschaftswissenschaftliche Studienrichtung, die sowohl auf die Ausübung eines Berufs in der Wirtschaftspraxis als auch auf den Unterricht in den kaufmännischen Fächern in mittleren und höheren berufsbildenden Vollzeit schulen vorbereitet. Letzteres wird durch die wirtschaftspädagogischen, wirtschaftsdidaktischen und erziehungswissenschaftlichen Studienanteile sowie durch die Integration eines einsemestrigen Schulpraktikums in das Wirtschaftspädagogik- Studium gewährleistet. Die Lehrer/innenbildung ist also insofern einphasig, als nicht nur die wissenschaftliche Bildung, sondern auch bereits die schulpraktische Ausbildung im Rahmen des Studiums erfolgt. Die für eine Daueranstellung an berufsbildenden Vollzeitschulen zusätzlich erforderliche zweijährige Berufspraxis in einem facheinschlägigen (betriebswirtschaftlichen) Berufsfeld ist hingegen erst nach Abschluss des Wirtschaftspädagogik-Studiums zu absolvieren (und somit ist die fachinhaltliche Ausbildung im Unterschied zur fachdidaktischen und pädagogischen Ausbildung zweiphasig). Das Studium der Wirtschaftspädagogik kann an der Wirtschaftsuniversität Wien sowie an den Universitäten Graz und Innsbruck in Form eines fünfsemestrigen Masterstudiums (150 ECTS), an der Universität Linz in Form eines neunsemestrigen Diplomstudiums (270 ECTS) absolviert werden. Voraussetzung für die Zulassung zum Masterstudium Wirtschaftspädagogik ist ein abgeschlossenes wirtschaftswissenschaftliches Bachelor- oder Diplomstudium. Im Unterschied zu Deutschland wird in Österreich kein wirtschaftspädagogisches Bachelorstudium angeboten. 2.2 Das zweiphasige System in Deutschland Auch in Deutschland ist das Wirtschaftspädagogik-Studium polyvalent angelegt und qualifiziert sowohl für eine Tätigkeit an kaufmännischen berufsbildenden Schulen als auch für betriebliche Tätigkeiten (z. B. Personalentwicklung, betriebliche Ausbildung). Und ebenso wie in Österreich ist das Studium (i. d. R.) kein Lehramtsstudium. Die Ausbildung für Personen, die den Lehrer/innenberuf für den kaufmännisch-verwaltenden Bereich anstreben, ist in zwei Phasen unterteilt, nämlich in eine universitäre erste Phase, in der die theoretische Bildung im Mittelpunkt steht, und eine zweite Phase, den Vorbereitungsdienst, der schulpraktische Aspekte in den Mittelpunkt rückt (siehe Abb. 1). Die Regelstudienzeit der ersten Phase beträgt insgesamt zehn Semester. Das sechssemestrige Bachelorstudium kann entweder als wirtschaftswissenschaftliches Studium oder als wirtschaftspädagogisches Studium angelegt sein. Es folgt dann das viersemestrige Masterstudium der Wirtschaftspädagogik. Die zweite Phase dauert je nach Bundesland 18 bis 24 Monate. Sie baut auf die Theorieinhalte der universitären Ausbildung auf und wird gemeinsam von beruflichen Schulen und staatlichen Studienseminaren ausgeführt. Im Fokus stehen schulpraktische Erfahrungen und deren Reflexion. In den meisten Bundesländern sind vor Antritt des Referendariats insgesamt zwölf Monate kaufmännische Praxis erfahrungen obligatorisch. Im Studium geht es zum einem um Fachkenntnisse in den Wirtschaftswissenschaften, zum anderen stehen didaktische sowie fachdidaktische und pädagogisch-psychologische Inhalte auf dem Stundenplan. Zudem (und im Unterschied zu Österreich) besteht für Studentinnen/ Studenten in Deutschland die Möglichkeit, ein zweites Unterrichtsfach (z. B. Sprachen, Mathematik/Naturwissenschaften, Religion oder Sport, das Angebot variiert je nach Universitätsstandort) zu wählen. Eine von uns vorgenommene Analyse von Modulkatalogen zeigt, dass zwar alle 28 betrachteten Wirtschaftspädagogik-

3 Standorte Kurse der Didaktik anbieten, jedoch nur ca. die Hälfte Kurse zur Fachdidaktik in den Wirtschaftswissenschaften und nur vier Standorte spezielle Kurse der Rechnungswesendidaktik anbieten (BOU- LEY 2013). 3. Forschungsfrage und Hypothesen Unter Rückgriff auf aktuelle Befunde zur Wirkung der Lehrer/innenbildung in der Mathematik (u.a. BLÖMEKE et al. 2010; KLEICKMMANN und ANDERS 2011), den Naturwissenschaften (RIESE und REIN- HOLD 2012; SCHMELZING et al. 2010) oder den Wirtschaftswissenschaften (KUHN et al. 2014) ist davon auszugehen, dass das fachwissenschaftliche und fachdidaktische Wissen über die Ausbildungsphasen hinweg zunimmt. Weiterhin zeigt sich in verschiedenen Domänen, dass universitäre Lerngelegenheiten sich signifikant positiv auf das Fachwissen auswirken (BLÖMEKE et al. 2010; RIESE und REIN- HOLD 2012). Dies gilt vereinzelt auch für das fachdidaktische Wissen (KUHN et al. 2014; RIESE und REINHOLD 2012). Vor diesem Hintergrund bearbeiten wir folgende Forschungsfrage: Wie beeinflussen universitäre und außeruniversitäre Lerngelegenheiten (a) das Fachwissen und (b) das fachdidaktische Wissen angehender Lehrer/innen in Österreich und Deutschland? Betrachtet man die Systeme der Ausbildung von Lehrerinnen/Lehrern für den kaufmännisch-verwaltenden Bereich in Österreich und Deutschland, kann davon ausgegangen werden, dass den Studentinnen/Studenten in Österreich während der universitären Phase mehr fachwissenschaftliche und fachdidaktische Lerngelegenheiten eröffnet werden können als Studentinnen/Studenten in Deutschland. So bieten im Unterschied zu Deutschland alle Universitäten in Österreich rechnungswesenspezifische Fachdidaktikveranstaltungen an. Des Weiteren wählt die Mehrheit der Studentinnen/Studenten in Deutschland ein zweites Unterrichtsfach (siehe Stichprobenbeschreibung), was die Möglichkeit, Kurse in den Wirtschaftswissenschaften zu belegen, reduziert. Zudem ist die Lehrer/innenbildung in Deutschland nach der universitären Phase noch nicht abgeschlossen, sondern mündet in die zweite Phase, das Referendariat, ein. Ein Leistungsvergleich am Ende der universitären Phase greift daher zu kurz, da zu diesem Zeitpunkt die Ausbildung der deutschen Studentinnen/ Studenten noch nicht abgeschlossen ist. Daher sind die hier berichteten Befunde nicht im Sinne eines Vergleichs zu lesen. Vielmehr geht es um die Analyse von Mustern und Zusammenhängen, die sich in den beiden Teilstichproben ähnlich darstellen sollten. 4. Methode 4.1 Stichprobe Die Stichprobe umfasst n = 1152 Studentinnen/Studenten der Wirtschaftspädagogik an 24 Hochschulen in Deutschland und 249 Studentinnen/Studenten der Wirtschaftspädagogik an vier Hochschulen in Österreich. 590 Studentinnen/Studenten in Deutschland befinden sich im Bachelor- und 552 Studentinnen/Studenten im Masterstudium. In Österreich absolvieren 144 Studentinnen/Studenten das Masterprogramm, 62 sind mindestens im fünften Semester eines Diplomstudiengangs und 37 befinden sich am Anfang eines Diplomstudiums (d. h. die Studienerfahrung beträgt weniger als fünf Fachsemester) % der Studentinnen/Studenten an einer Hochschule in Österreich haben die Hochschulzugangsberechtigung an einer kaufmännisch-berufsbildenden Schule erworben. In Deutschland liegt der Anteil bei 40 %. Ungefähr ein Drittel der Studentinnen/Studenten in Deutschland geben an, in den Wirtschaftswissenschaften zu vertiefen, d. h. kein zweites Unterrichtsfach zu wählen (wie erinnerlich besteht in Österreich diese Wahlmöglichkeit nicht). Des Weiteren geben in Österreich 67 (27 %) Studentinnen/Studenten an, Vertiefungen in Rechnungswesen gewählt zu haben. In Deutschland sind dies 128 (11 %). Zudem besuchten 156 (63 %) Studentinnen/Studenten an Hochschulen in Österreich Kurse der Rechnungswesendidaktik (Deutschland: 94 bzw. 8 %). 4.2 Testinstrument Das Testinstrument zur Erfassung des fachwissenschaftlichen und fachdidaktischen Wissens in der Domäne Rechnungswesen umfasst insgesamt 49 Items (13 Fachwissensitems und 36 Fachdidaktik- Items). 3 Diese verteilen sich auf drei zentrale Lerninhaltsbereiche (1. Aufgaben und (Rechts-)Grundlagen, 2. System der Doppik, 3. Beschaffungs- und Absatzprozesse) sowie auf zwei Schwierigkeitsstufen. Das fachdidaktische Wissen wurde zudem in drei zentrale Facetten unterteilt (1. Wissen Die Ergebnisse des Ländervergleichs zwischen Deutschland und Österreich stützen die Hypothese, dass fachwissenschaftliche und fachdidaktische Lerngelegenheiten in der Domäne Rechnungswesen den Wissenserwerb unterstützen. 2 In Deutschland haben zehn Personen keine Angabe zu ihrem Studienabschnitt gemacht, in Österreich sechs. 3 Exemplarische Items finden sich in den Publikationen von SCHNICK-VOLLMER et al und BOULEY et al. 2015b. Für weiterführende Informationen können Sie sich gerne an die Erst autorin wenden. wissenplus 5 14/15 33

4 @ Wissenschaft Forschungsbeiträge über Schülerkognitionen und typische Schülerfehler, 2. Wissen über das Potenzial von Aufgaben, 3. Wissen über das Zugänglichmachen und Erklären von Inhalten). 4 Die Analysen auf Basis klassischer Testtheorie und Item-Response-Theorie zeigen eine zufriedenstellende Testqualität (siehe BERGER et al. 2015; FRITSCH et al. 2015; SCHNICK-VOLLMER et al. 2015). Unserer Testkonstruktion liegt ein zweidimensionales Kompetenzmodell zugrunde (Dimensionen Fachwissen und fachdidaktisches Wissen). Eine Überprüfung der Modellstruktur bestätigt sowohl für die deutsche als auch für die österreichische Teilstichprobe diese Annahme (Deviance- Werte und Informationskriterien AIC, BIC und CAIC; siehe FRITSCH et al. 2015; SCHNICK-VOLLMER et al. 2015). Für die nachfolgenden Analysen wurden in Analogie zur Vorgehensweise bei den PISA-Studien für das Fachwissen und das fachdidaktische Wissen jeweils zehn plausible values (PV) als Parameter der Personenfähigkeiten verwendet. Die Berechnungen zur Korrelation (auf Basis der PVs) zwischen den Faktoren Fachwissen und fachdidaktisches Wissen ergeben für Deutschland einen Wert von r = 0,80 und für Österreich r = 0,49 (FRITSCH et al. 2015) Empirische Befunde Die untersuchte Fragestellung bezieht sich auf die Wirkung von Lerngelegenheiten auf das fachwissenschaftliche und fachdidaktische Wissen der Studentinnen/ Studenten. Betrachtet man für einen ersten Zugang die mittlere Personenfähigkeit pro Land, zeigt sich, dass Unterschiede vorliegen. Insbesondere bezogen auf das Fachwissen ist ersichtlich, dass die Studentinnen/Studenten in Österreich ein hohes Niveau an fachwissenschaftlichem Wissen in der Domäne Rechnungswesen aufweisen. Die statistisch signifikant besseren fachwissenschaftlichen und fachdidaktischen Testleistungen der Studentinnen/ Studenten an den österreichischen Standorten sind damit erklärbar, dass Studentinnen/Studenten in Deutschland neben Wirtschaftspädagogik auch ein Lehramtsstudium für ein zweites Unterrichtsfach belegen und dementsprechend weniger wirtschaftswissenschaftliche und wirtschaftsdidaktische Lehrveranstaltungen absolvieren. Somit stützen die gefundenen Testleistungsunterschiede (vgl. PVs in Tab. 1) zwischen den Studentinnen/ Studenten an österreichischen und deut- schen Standorten die Hypothese, dass mit der Zahl der Lerngelegenheiten sowohl das Niveau des Fachwissens als auch jenes des fachdidaktischen Wissens ansteigen (FRITSCH et al. 2015). 6 Zur näheren Analyse der Wirkung außeruniversitärer und universitärer Lerngelegenheiten wurden Regressionsanalysen durchgeführt. Die Tabelle 1 dokumentiert die Ergebnisse. Es zeigt sich, dass sowohl außeruniversitäre (z. B. kaufmännische Ausbildung) als auch universitäre Lerngelegenheiten (z. B. Schwerpunkt im Rechnungswesen) einen signifikanten Einfluss auf das Fachwissen (PVs) der Studentinnen/Studenten in Österreich ausüben. Ein ähnliches Bild zeigt sich für Deutschland, jedoch leisten die universitären Lerngelegenheiten im Vergleich zu den außeruniversitären einen geringeren Erklärungsbeitrag. In Deutschland sind neben der kaufmännischen Ausbildung auch die Variablen kaufmännische Hochschulzugangsberechtigung und Betriebspraktikum im Rechnungswesen von Bedeutung, wobei die kaufmännische Ausbildung den stärksten Einfluss ausübt. Bezogen auf die universitären Lerngelegenheiten liegt zudem im Unterschied zu Österreich für die Variable Fachdidaktik Rechnungswesen ein signifikanter Effekt vor (dies gilt jedoch nicht für die Variable Fachdidaktik Wirtschaftswissenschaften). Die Ergebnisse für das fachdidaktische Wissen sind weniger eingängig. Für Österreich lassen sich weder für außeruniversitäre noch für universitäre Lerngelegenheiten signifikante Effekte ausmachen. Lediglich die Maturanote übt einen geringen signifikanten Einfluss aus, d. h. eine bessere Maturanote (Durchschnitt in den Fächern Mathematik, Deutsch, einer Fremdsprache und ggf. Rechnungswesen) geht mit einem höheren fachdidaktischen Wissen einher. Die Befunde für Deutschland zeigen zwar signifikante Einflüsse einzelner Variablen auf das fachdidaktische Wissen (Abiturnote; kaufmännische Hochschulzugangsberechtigung; kaufmännische Ausbildung; Betriebspraktikum; Schwerpunkt im Rechnungswesen; Kurse Fachdidaktik Rechnungswesen; Kurse Fachdidaktik Wirtschaftswissenschaften), jedoch sind diese überwiegend gering. Lediglich der kaufmännischen Ausbildung ist erneut ein bedeutender Einfluss zuzuschreiben (unstandardisierter Regressionskoeffizient B = 0,24). 6. Fazit und Ausblick Der vorliegende Beitrag berichtet Befunde zu den Einflussfaktoren auf das fachwissenschaftliche und fachdidaktische Wissen angehender Lehrer/innen im kaufmännisch-berufsbildenden Bereich. Die Ergebnisse des Ländervergleichs zwischen Deutschland und Österreich stützen die Hypothese, dass fachwissenschaftliche und fachdidaktische Lerngelegenheiten in der Domäne Rechnungswesen den Wissenserwerb unterstützen. Die detaillierte Analyse der Effekte verschiedener universitärer und außeruniversitärer Lerngelegenheiten ergibt jedoch ein differenzierteres und in Teilen widersprüchliches Bild. Insgesamt zeigt sich, dass in beiden Ländern universitäre Lerngelegenheiten (insbesondere Schwerpunktsetzungen im Rechnungswesen) sowie kaufmännische Vorbildungen (kaufmännische Ausbildung) einen Erklärungsbeitrag zum fachwissenschaftlichen Wissensstand leisten. Dabei kommt den universitären Lerngelegenheiten in Österreich eine größere Bedeutung zu, wohingegen in Deutschland eine kaufmännische Ausbildung den stärksten Einfluss ausübt. Für das fachdidaktische Wissen sind die Ergebnisse in Teilen auch überraschend. So lassen sich für Deutschland geringe signifikante Effekte der Lerngelegenheiten ausmachen, wohingegen in Österreich nur der Maturanote Bedeutung zukommt. Des Weiteren ist überraschend, dass in beiden Ländern das Schulpraktikum keinen Erklärungsbeitrag für das fachdidaktische Wissen leistet. Insgesamt klären die Lerngelegenheiten in beiden Ländern nur wenig Varianz auf (dies gilt insbesondere für das fachdidaktische Wissen). Letztlich bleibt die Frage offen: In welchen (anderen) Kontexten werden Fachwissen und insbesondere fachdidaktisches Wissen erworben? Möglicherweise liegen jedoch die Ursachen eher bei den einzuräumenden Limitationen in der Erfassung der Lerngelegenheiten und der Testleistung. Die Erfassung der Lerngelegenheiten erfolgte 4 Für eine ausführliche Beschreibung der Entwicklung des Testinstruments siehe BERGER et al Bei der von uns gewählten Vorgehensweise werden für die Probanden/Probandinnen die Werte für die Personenfähigkeiten mehrfach geschätzt. Hierfür wird ein sogenanntes Hintergrundmodell spezifiziert. In dieses Hintergrundmodell gehen u. a. Variablen wie Geschlecht, Alter, Hochschulen ein. Die Berechnungen erfolgten mit der Software R (Version 3.1.1, package TAM; KIEFER, ROBITZSCH und WU 2013). 6 Die Analysen auf Basis der genierten Plausible Values für die Personenfähigkeiten bestätigen diese aufgrund der unterschiedlichen Ausbildungsstrukturen erwartungskonformen Leistungsunterschiede (siehe FRITSCH et al. 2015). Da die Lehrer/innenbildung in Deutschland nach der universitären Phase noch nicht abgeschlossen ist, sei nochmals angemerkt, dass dieser Leistungsvergleich am Ende der universitären Phase zu kurz greift. 34 wissenplus 5 14/15

5 bislang relativ grob (es wurde die Anzahl der Lerngelegenheiten erfasst). Aussagen über deren Qualität sind somit nicht möglich. Hier wären zusätzliche qualitative Analysen vonnöten, um fundierte Aussagen zur Wirksamkeit von Lerngelegenheiten treffen zu können. In Bezug auf das Testinstrument ist insbesondere die Frage der curricularen Validität in den Blick zu nehmen. Die Entwicklung der Testitems wurde anforderungsorientiert auf Basis von Lehrplan- und Schulbuchanalysen sowie Experteninterviews angelegt. Demnach standen Anforderungen, die an Lehrer/innen gestellt werden, im Zentrum. Es ist allerdings offen, ob die universitären Veranstaltungen tatsächlich auf die mit den Testaufgaben erfassten Anforderungen vorbereiten. Des Weiteren sei darauf hingewiesen, dass der Stichprobenumfang für Österreich weitaus geringer ist und es sich in beiden Ländern nicht um eine repräsentative Stichprobe, sondern um eine Gelegenheitsstichprobe handelt. In diesem Kontext danken wir allen Kolleginnen/Kollegen an den deutschen und österreichischen Universitäten, die es uns ermöglicht haben, Leistungsdaten der Studentinnen/ Studenten zu erheben. Fachwissen (Plausible Values) Fachdidaktisches Wissen (Plausible Values) Deutschland Österreich Deutschland Österreich (M = -0,01; (M = 0,89; (M = 0,00; (M = 0,17; SD = 0,55) SD = 0,59) SD = 0,30) SD = 0,28) B B B B Kontrollvariablen Geschlecht (0 männlich; 1 weiblich) -0,25*** -0,18* n.s. n.s. Abiturnote/Maturanote -0,34*** -0,19*** -0,16*** -0,10*** Außeruniversitäre Lerngelegenheiten Kfm. Hochschulzugangsberechtigung (Dummy; n Ö = 177; n D = 463) 0,15*** n.s. 0,04* n.s. Kfm. Ausbildung (Dummy; n Ö = 18; n D = 535) 0,51*** 0,33* 0,24*** n.s. Betriebspraktika ReWe (Dummy; n Ö = 76; n D = 159) 0,14*** n.s. 0,06* n.s. Schulpraktika (Dummy; n Ö = 123; n D = 614) - - n.s. n.s. Universitäre Lerngelegenheiten Schwerpunkt im ReWe (Dummy; n Ö = 67; n D = 128) 0,18*** 0,27** 0,08** n.s. Kurse Fachdidaktik ReWe (Dummy; n Ö = 156; n D = 94) 0,20*** n.s. 0,10** n.s. Kurse Fachdidaktik WiWi (Dummy; n Ö = 154; n D = 364) n.s. 0,26** 0,05** n.s. R 2 0,43 0,20 0,28 0,15 Anmerkungen: * p <.05; ** p <.01; ***p <.001; B unstandardisierter Regressionskoeffizient, nd Stichprobe Deutschland; nö Stichprobe Österreich Tabelle 1: Regressionsanalyse für das Fachwissen und das fachdidaktische Wissen in Deutschland und Österreich Literatur BAUMERT, J., KUNTER, M., BLUM, W., BRUN- NER, M., VOSS, T., JORDAN, A., KLUSMANN, U., KRAUSS, S., NEUBRAND, M., TSAI, Y.-M. (2010). Teachers Mathematical Knowledge, Cognitive Activation in the Classroom, and Student Progress. American Educational Research Journal, 47(1), S BERGER, S., BOULEY, F., FRITSCH, S., KRIL- LE, C., SEIFRIED, J. & WUTTKE, E. (2015). Fachwissen und fachdidaktisches Wissen im wirtschaftspädagogischen Studium Entwicklung eines Testinstruments und erste empirische Befunde. In B. Koch-Priewe, A. Köker, J. Seifried & E. Wuttke (Hrsg.), Kompetenzerwerb an Hochschulen: Modellierung und Messung. Zur Professionalisierung angehender Lehrerinnen und Lehrer sowie frühpädagogischer Fachkräfte (S ). Bad Heilbrunn: Klinkhardt. BLÖMEKE, S., SUHL, U., KAISER, G., FEL- BRICH, A., SCHMOTZ, C., & LEHMANN, R. (2010). Lerngelegenheiten und Kompetenzerwerb angehender Mathematiklehrkräfte im internationalen Vergleich. Unterrichtswissenschaft, 38(1), S BOULEY, F. (2013). Die Lerngelegenheiten in der Domäne Rechnungswesen und seiner Fachdidaktik im wirtschaftspädagogischen Studium an deutschen Hochschulen. Eine Analyse der Hochschulcurricula. Unveröffentlichte Masterarbeit, Goethe University, Frankfurt. BOULEY, F., BERGER, S., FRITSCH, S., WUTT- KE, E., SEIFRIED, J., SCHNICK-VOLLMER, K. & SCHMITZ, B. (2015a). Der Einfluss von universitären und schulischen Lerngelegenheiten auf das Fachwissen und fachdidaktische Wissen von angehenden Lehrkräften an kaufmännischberufsbildenden Schulen. In S. Blömeke & O. Zlatkin-Troitschanskaia (Hrsg), Kompetenzen von Studierenden. Beiheft 61 der Zeitschrift für Pädagogik (S ). Weinheim und Basel: Beltz Juventa. BOULEY, F., WUTTKE, E., SCHNICK-VOLL- MER, K. & SCHMITZ, B., FRITSCH, S., BERGER, S., & SEIFRIED, J. (2015b). Professional competence of prospective teachers in business and economics education: Evaluation of a competence model using structural equation modelling. Peabody Journal of Education, 90(4), S FRITSCH, S., BERGER, S., SEIFRIED, J., BOU- LEY, F., WUTTKE, E., SCHNICK-VOLLMER, K. & SCHMITZ, B. (2015). The impact of university teacher training on prospective teachers CK and PCK A comparison between Austria and Germany. In O. Zlatkin-Troitschanskaia & R. Shavelson (Eds.), Special Issue on Assessment of Domain-specific Professional Competencies, Empirical Research in Vocational Education and Training (ERVET), 7(4). Download unter: HILL, H. C., ROWAN, B. & BALL, D. (2005). Effects of teachers mathematical knowledge for teaching on student achievement. American Educational Research Journal, 42(2), S KIEFER, T., ROBITZSCH, A. & WU, M. (2013). TAM (Test-Analysis Modules): An R-package website: TAM/index.html. KLEICKMANN, T. & ANDERS, Y. (2011). Lernen an der Universität. In M. Kunter, J. Baumert, W. Blum, U. Klusmann, S. Krauss, M. Neubrand (Hrsg.), Professionelle Kompetenz von Lehrkräften. Ergebnisse des Forschungsprogramms COACTIV (S ). New York (u. a.): Springer. KUHN, C., HAPP, R., ZLATKIN-TROITSCHANS- KAIA, O., BECK, K., FÖRSTER, M., & PREUSSE, D. (2014). Kompetenzentwicklung angehender Lehrkräfte im kaufmännisch-verwaltenden Bereich Erfassung und Zusammenhänge von Fachwissen und fachdidaktischem Wissen. Zeitschrift für Erziehungswissenschaft, 17(1), S RIESE, J. & REINHOLD, P. (2012). Die professionelle Kompetenz angehender Physiklehrkräfte in verschiedenen Ausbildungsformen. Zeitschrift für Erziehungswissenschaft, 15(1), S SCHMELZING, S., WÜSTEN, S., SANDMANN, A., & NEUHAUS, B. (2010). Fachdidaktisches Wissen und Reflektieren im Querschnitt der Biologielehrerbildung. Zeitschrift für Didaktik der Naturwissenschaften, 16, S SCHNICK-VOLLMER, K., BERGER, S., BOULEY, F., FRITSCH, S., SCHMITZ, B., SEIFRIED, J. & WUTTKE, E. (2015). Modeling the competencies of prospective business and economics teachers: professional knowledge in accounting. Zeitschrift für Psychologie, 223(1), S wissenplus 5 14/15 35